NOTE SUR L’HÉRITABILITÉ DU RENDEMENT A L’ABATTAGE CHEZ LE POULET

NOTE SUR L’HÉRITABILITÉ DU RENDEMENT A L’ABATTAGE CHEZ LE POULET

F. H. RICARD

G. MARCHE

J.

^HEBE

Station

explrimentaZe

d’llviculture du

Magneraud, Saint- Pierre-d’Amilly (Charente-Maritime)

SOMMAIRE

Nous avons calculé le rendement à

l’abattage (poids el-filé/poids vif)

pour groupes de

coquelets

d’une même souche dite Bresse

pile.

^{Les 2}

premiers

groupes

comprenaient

chacun 145 ^animaux

âgés

^de

8 7 jours,

le troisième

3 i6

^animaux

âgés

^de 7!

jours.

Le rendement

exprimé

^en pour ^cent du

poids

^vif

présente

^un faible coefticient de

variation,

^de

l’ordre de i,5 p. ^100. Mais la variabilité

génétique

n’est pas

négligeable :

pour ^{les mesures}

brutes,

les valeurs de l’héritabilité _moyenne sont

respectivement

^de 0,17, o,¢¢ ^et o,¢o ^{avec un}

écart-type correspondant

^de o,r¢, 0,22 et 0,17. Les mesures transformées en

probits

conduisent à des hérita- bilités

légèrement supérieures.

INTRODUCTION

De

nombreux facteurs peuvent influencer le rendement

à

l’abattage ^du poulet : l’âge, ^le

sexe,

la souche, l’alimentation, les conditions d’élevage

^et

d’attrapage ^des

animaux. Quand

^{tous ces}

^facteurs

^sont

maintenus constants,

il reste une

varia- bilité due

aux

différences génétiques

^entre

^familles

^{et aux}

facteurs aléatoires de l’environnement. L’étude ^de

^cette

variabilité permet d’estimer l’héritabilité

et

de voir dans quelle

^{mesure on}

peut améliorer le rendement

à

l’abattage

par la

sélection.

Analysant

^une

^série

^de

croisements diallèles,

^{MUIR et}

^{G OODMAN} ( 19 6 4 )

^ont

trouvé une

héritabilité due

à l’action

additive

des

gènes ^faible (o,zq)

par

rapport

à

l’héritabilité

non

additive ( 0 , 37 ). L’analyse

^de

poulets ^abattus

^au

Magneraud

^à

l’occasion

de différentes

expériences,

^nous

permet d’apporter

^une

contribution

à

la connaissance de

la

variabilité génétique du rendement

à

l’abattage.

MATÉRIEL

ET

TECHNIQUES

Les animaux étudiés étaient des

coquelets

d’une souche

expérimentale,

dite Bresse

Pile, pris

dans la descendance de io coqs du

cheptel ig6o

^{et de 8} coqs du

cheptel 19 6 2 , chaque

coq ^étant

accouplé

^{à 4}

poules.

Pour le

prélèvement

^de

ig6o,

3des ₄

poules accouplées

^au même coq ^ont fourni 8 descendants et la

quatrième

5, soit ^un total de ₂₉₀

animaux, répartis

^{en 8} lots d’éclosion. La souche était divisée

en 2

lignées

élevées ensemble : la moitié des animaux

appartenait

^{à la}

lignée N,

issue de croisements New

IJanipshire

^X Bresse blanche effectués en 1955 ^et sélectionnés

depuis

^{cette date en}

troupeau fenné ;

^l’autre

lignée,

^dite

^Ti’, correspondait

à des animaux .Y croisés avec des White _4mcrican Pour le

prélèvement 19 6 2 ,

^{nous avions}

prévu

^,o descendants _par

couple coq-poule.

^{En réalité une}

poule

^{sur les} 32n’a _pu en donner _{que 8} et 2 en ont donné _9, soit un total de

31 6

^animaux

répartis

en 10lots d’éclosion. Tous les animaux de

i 9 6z appartenaient

^{à la}

lignée N,

^{maintenue sans sélection}

depuis ig6o.

L’alimentation était constituée _par une

pâtée

sèche distribuée à volonté. Le tableau i en donne les

caractéristiques principales.

^En

ig6o,

^il

s’agissait

^{d’un aliment a} croissance

x classique

compre- nant la

pâtée A,

donnée de l’éclosion à ₃ semaines

puis

^la

pâtée A.

^{donnée de} 3 semaines à l’abat- tage. ^En

19 6 2 ,

les animaux ont reçu le seul aliment

B,

^de

type

^«

engraissement

^», de l’éclosion à

l’abattage.

Les

poulets

^ont été abattus

après

^un

jeûne complet

d’environ y

heures,

^à

l’âge

^de

8 7 jours

pour la série

ig6o

^{et de} 77

jours

pour la série

19 6 2 .

Ils étaient

saignés

par section des vaisseaux ^au fond de la _gorge,

échaudés, plumés

à l’aide d’une machine à

doigts

de caoutchouc avec finition à la

main, puis

effilés. Cette dernière

opération

^{consiste à} enlever de la carcasse

plumée

l’ensemble intestins -

pancréas.

Le

poids

vif était noté immédiatement avant

l’abattage

^{et le}

poids

^{de la carcasse effilée}

après

8 heures de ressuyage à la

température

du laboratoire. Le rendement à

l’abattage

^{est défini} par :

Nous avons calculé les

paramètres statistiques

^{et les}

composantes

de l’héritabilité de la va-

riable _{x pour} les 2 groupes de

poulets 19 6 0 ,

l’ensemble des 2 groupes

19 6 0

considérés comme ne

faisant

qu’une

^seule

souche,

^et le groupe des

poulets 19 6 2 .

Les calculs de base ont été réalisés dans l’atelier de

mécanographie

^du

Magneraud.

Le nombre de

poules

par coq étant le même ^et le nombre d’enfants par

poule

peu

différent,

nous avons pu estimer les héritabilités et leurs

écarts-types

^{selon la}

technique simplifiée

^décrite

par GRAYBILL et RosExTSOrr

( 1957 ).

^{Nous avons} considéré que

chaque poule

avait donné une

moyenne de 7,25 descendants ^en

ig6o

^et

9 ,8 75

^en

19 6 2 . D’ailleurs,

le calcul direct par la méthode de KING et HENDERSON

(z 954 ),

^{utilisée sans tenir} compte ^{du lot}

d’éclosion,

^{a abouti à une diffé-}

rence de _0,01 dans 2 cas et à un résultat

identique

^{dans tous les autres cas.}

Pour éliminer une influence

possible

^{du lot}

d’éclosion,

nous avons refait les calculs d’hérita- bilité sur les

probits

de valeurs

brutes,

calculés à

partir

^des

histogrammes

^de

fréquences

^cumulées

selon le

procédé

^{de COCHEZ et PERO}

( 1954 ).

^{Nous avons} obtenu les

fréquences

^en divisant l’effectif de

chaque

^{classe de}

l’histogramme

par N -E- ⁱ

(nombre

^{total d’animaux du lot}

plus un),

^ce

qui

per- met de

régulariser

la valeur des

probits

^{aux 2} extrémités des

histogrammes quand

l’effectif total est faible.

RÉSULTATS

ET DISCUSSION

Dans

le tableau

_2, nous avons

résumé les caractéristiques ^de chaque

groupe

d’animaux (nombre, âge, poids ^vif moyen)

^et

^les paramètres statistiques ^du

^ren-

dement

à

l’abattage.

Parmi

les animaux de ig6o,

^ceux

^{de la} lignée

^{W sont}

plus ^lourds

que ^ceux

de la lignée

^N

mais les rendements

à

l’abattage

^{ne sont}

pas significativement ^différents (t

⁼

o,q.8).

^Il

semble donc logique ^de

^regrouper

^les

²

^lignées

^ce

qui permet d’aug-

menter

le nombre de degrés de liberté dans les calculs d’héritabilité. Au contraire, le

_groupe

19 6 2 présente

^un

^rendement

^à

l’abattage significativement ^{plus élevé}

que

le

_groupe

ig6o (t

⁼

4 , 19 ). ^Les changements

^{survenus entre les 2}

prélèvements peuvent expliquer

^cette

différence,

^en

particulier ^l’aliment qui ^était

^nettement

plus ^riche

^en

19 6 2 . Or,

^{HARMS et al.}

( 1957 )

^ont

^obtenu

^une

augmentation ^du

^ren-

dement

à

l’abattage

^en

augmentant

^le

rapport énergie/protéine de la ration.

Les coefficients de variation intra-groupe

^sont

^faibles, de l’ordre de 1 ,5

p. ^100. Il

semble

_que ce

fait résulte principalement du mode de calcul du rendement,

^ex-

primé

^en

pourcentage. ^Notons

que pour

les

centres

d’abattage qui manipulent ^des tonnages importants,

^une

différence de l’ordre de

i

p.

¹⁰⁰

peut représenter

^une

somme

d’argent considérable.

Le tableau

3

donne

_pour

chaque

groupe

les composantes

^{mère et}

père ^de

^l’hé-

ritabilité,

^la

^valeur

moyenne

ainsi

_que

les écarts-types correspondants.

Nous

n’observons

_pas

de tendance générale quant

^à

la valeur relative des

_compo- santes mère et

père. La différence des

^formules

alimentaires utilisées

en

ig6o

^et

19 6 2 pourrait expliquer

^en

partie

^ce

résultat :

BOYER et

al. ( 19 6 3 ) obtiennent des héri- tabilités plus ^fortes

^{avec un}

aliment riche

en

énergie, ^le phénomène ^étant parti-

culièrement

net au

niveau de la composante père.

^Dans notre cas,

il faut également

considérer

_que

les effectifs

sont

faibles si

_{bien que} tous

les intervalles de

confiance

comprennent la valeur zéro.

Les héritabilités

moyennes

observées

sont

significatives ^{dans le}

^cas

^de

^la

lignée W, de l’ensemble 19 6 0

^et

^du

groupe

19 6 2 :

^{30 à}

40

p. ¹⁰⁰

des différences

entre

indi- vidus

sont

dues

à

l’action additive des gènes.

^{MUIR et}

^GooDMnrr ( 19 6 4 )

^trouvent

une

valeur plus faible : 0 , 14 . En plus ^{du fait}

que

la souche étudiée

et

les conditions

d’élevage ^n’étaient

pas

les mêmes, ^la

différence

peut s’expliquer

par

les

erreurs

d’échantillonnage.

Dans

le

cas

de

nos

animaux, ^le

^lot

d’éclosion avait

un

effet significatif

^sur

^les

moyennes :

F

⁼

3 , 9 6

pour

l’ensemble des animaux 19 6 0

^et

^F

⁼

8,8 2

pour

le

_groupe

1 9 6 2

. La transformation

^«

probit

^o

permet théroriquement d’éliminer l’influence du milieu,

^en

particulier ^du

^lot

(Coc H Ez

^et

^{P ERO ,} ig 5 q.),

^et doit donc

augmenter l’estimation de l’héritabilité.

Dans

le

cas

présent,

^les

valeurs obtenues

sont à

peine supérieures

^à

^celles qui résultent du calcul

sur

valeurs brutes (cf. ^tabl. 3 ). ^On peut penser

que

ceci

est

dû

à ce que

les familles étaient bien représentées ^dans

^les

^diffé-

rents

lots d’éclosion.

En conclusion,

^nos

^données

montrent que

pour la souche étudiée, il existe des

différences génétiques

^entre

^familles

^et que

le rendement

à

l’abattage

^{est un carac-}

tère

sélectionnable.

Des

calculs portant

^sur

des échantillons plus ^nombreux

^{et sur}

d’autres souches permettraient

de voir s’il est

possible ^de généraliser

^nos

^résultats.

Reçu

pour

publication

^en

juin 19 65

SUMMARY

A NOTE ON DRESSING YIELD HERITABILITY IN CHICKENS

In

3 groups of chickens from the so-called Bvesse

pile strain, dressing yield

^{was calculated}

as live

weight

percentage of the french dressed carcasses. Table 2

gives

the number of chickens in each group, age and

weight

^at

slaughter,

^and statistical parameters ^of

dressing yields ; table 3 gives

components and standard deviations of heritabilities.

Variations cofficients are

low,

^about 1.5p. 100, but in ^our strain

genetic variability

does exist.

The mean

heritability

values for the 3 groups ^are o.r;, o.q4, and o.4o

respectively

with standard deviations of _{o.T4, 0.22,} and o.y. ^A

pseudo-probit

transformation of the data led to

lightly

greater values.

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